转型期中国经济增长的产业结构和制度效应

郑若谷　干春晖　余典范

一、引　　言

改革开放以来，中国经济的高速增长举世瞩目，但是其增长的动力机制却难有共识。不过有一点比较明确，那就是古典经济增长理论难以解释中国现实，于是，经济学家们转而探讨经济中的其他因素。结构主义学派认为发展中国家与发达国家增长过程的根本区别就在于产业结构。由于部门间生产率和生产率增长率存在差异，投入要素从低生产率水平或者低生产率增长的部门向高生产率水平或高生产率增长部门流动时所产生的“结构红利”保证了经济的高速增长（Peneder，2002）。而制度经济学派却认为制度^[2]才是经济增长的源泉（North，1994；Delong＆Shleifer，1993）。制度约束着人的行为并对资源配置效率产生影响，从而成为经济增长的决定性因素，因此，只有实施有效的制度、实现执政者约束和产权保护，经济才可能实现持续增长（North，1994）。

现有文献表明产业结构和制度对经济增长的作用是非常复杂的（Singh，2004；Fageberg，2000；Acemoglu，2007；Wagner＆Joachim，2007），经济增长动力问题研究更应建立在一国特定经济环境和经济结构的基础上（Stiglitz，2004）。20世纪80年代以来，我国进行了多次产业结构调整和一系列经济制度改革，不论是产业结构还是经济制度的变化速度均十分迅速，这就决定了产业结构和制度与经济增长之间的关系的短期性和多变性（干春晖、郑若谷，2009；Rioja＆Valev，2004）。因此，本文采用随机前沿的分析框架，引入产业结构和制度变量，利用1978—2007年的面板数据检验了产业结构以及制度与经济增长之间的关系，并着力探讨不同发展阶段经济增长的产业结构效应和制度效应，以深化对我国经济增长动力问题的认识。

二、模型设定

（一）随机前沿生产函数

传统的生产函数假定生产者以最小的投入获得最大的产出，但实践表明，并非所有的生产者总是能够成功地解决最优化问题（Kumbhakar＆Lovell，2000）。生产者无法达到利润最大化的事实使经济学家开始重新审视传统生产函数，生产无效率开始受到关注（Debreu，1951；Shephard，1953）。Farrell（1975）首次对生产效率进行了实证测量，这直接促进了随机前沿分析理论的发展，Aigner、Lovell＆Schmidt（1977）和Meeusen＆van den Broeck（1977）提出了随机前沿生产函数，其一般形式为：

其中，Y表示生产者的产出，X表示要素投入向量，F（·）是前沿生产函数，表示经济中最优生产技术。此外，第一个误差项v用于控制统计噪音，表示观测误差和其他随机因素，通常假定它独立于投入和技术水平，服从零均值同方差的正态分布；第二个误差项u用以衡量技术无效率并假定u≥0。这样，判断生产状况是在随机生产标准上还是低于标准线［F（X）exp（v）］，只需看u＝0还是u＞0即可。u服从一个非负的分布，有多种可能的选择，如半正态分布（Battese and Corra，1977）、指数分布（Meeusen and van den Broeck，1977）、Gamma分布（Greene，1980）和截断正态分布（Stevenson，1980）等。

（二）函数形式设定

随机前沿分析由于考虑了生产的非效率，更接近于现实，因而得到了广泛的应用（Corwell、Schmidt＆Sickles，1990；Kumbhakar，1990；Battese＆Coelli，1992）。近年来，国内学者也将其用于分析中国的问题（涂正革、肖耿，2005；王争等，2006；王志刚等，2006），并且他们均采用了超越对数（translog）生产函数，其优点在于其形式灵活且易于对全要素生产率进行分解。然而，Chow、Lin（2002）以及Wu（2003）研究表明，C-D生产函数就能够很好地描述中国的经济增长，本文亦采用这一函数形式，其方程式为：

其中，Yit表示经济产出，Kit表示物质资本存量，Lit表示劳动投入，A（t）表示全要素生产率（TFP）。下标i表示地区，t表示时间。α和β分别表示资本和劳动的产出弹性，假设vit～N（0，σ2v），TE it＝exp（－uit）表示技术效率，对于uit，我们采用Battese＆Coelli（1992）的时变技术效率模型^[3]，uit＝ui exp［－η（t－T）］，无效率项uit服从指数线性增长率，并且与vit相互独立，η表示相应的时变参数。而且，我们遵循傅晓霞和吴利学（2006）的思路，放弃规模弹性为1的假定，当规模弹性（α＋β）大于、等于或小于1时，经济增长表现出规模报酬递增、不变或递减。

（三）产业结构与制度变量的引入

产业结构调整促进了生产要素在部门之间的流动从而导致了资源配置效率的改善，推动经济的增长（Chenery et al．，1989）。同时，有效的制度通过对资源配置效率产生影响，从而推动了经济增长（North，1994）。也就是说，产业结构变化导致要素产出弹性发生变化，而制度演进同样影响着要素的产出弹性，这表明生产要素产出弹性是产业结构和制度变量的函数，我们用如下形式来表达：

其中x j（j＝1，…，n）代表产业结构或制度变量。另一方面，Denison（1967）将TFP增长率定义为产出增长率扣除要素投入增长率之后的产出效益的“余值”，也就是说A（t）实质上指的是除了资本和劳动要素之外的所有外在的经济环境因素（沈坤荣和耿强，2001）。因此，A（t）也是产业结构和制度的函数，假设其函数关系式为：

将（3）—（5）式代入生产函数中，并两边取对数，从而有：

方程（6）表明产业结构或制度从两个方面直接和间接地对经济产出发生作用。

（1）γj为产业结构或制度对经济增长的直接效应，表示在资本和劳动要素不变的情况下，剔除资本和劳动的产出影响之后，产业结构或制度变量x j对经济生产规模的直接影响。如果γj＞0，就意味着在扣除资本和劳动贡献后，并且在不改变资本和劳动要素投入的情况下，经济生产规模扩大了，也即变量xj对经济增长具有正的直接效应，反之，则是负的直接影响。按照刘伟和李绍荣（2005）的解释，γj＞0隐含着资本和劳动的组合形式越有利于规模的扩大，此时资本和劳动要素的组合形式是提高专业化和社会分工的组合形式，反之则意味着决定生产规模的资本和劳动要素的组合形式是降低专业化和社会分工程度的组合形式。

（2）αj和βj为产业结构或制度对经济增长的间接效应，表示产业结构或制度对投入要素生产率发生作用，进而对资本和劳动的产出弹性所产生的影响，是产业结构或制度的对要素资源配置影响的体现。如果αj＞0（或βj＞0），就意味着变量xj有利于资本（或劳动）生产效率的提高，促进了资源配置效率的改善，反之，αj＜0（或βj＜0）则表示变量xj不利于资本（或劳动）生产效率的提高，抑制了投入要素产出能力的扩大。为分析的方便，我们将αj（或βj）称为变量xj的资本（或劳动）产出效应。

综上所述，产业结构和制度都可能解释经济增长。同时，由于我国正处于快速转型时期，产业结构变化迅速而且经济制度也处于不断变革之中，在生产函数中忽视这些因素势必导致估计的较大偏差。另一方面，虽然我国经济迅猛发展，但增长的质量却广受质疑，^[4]而我们在模型中考虑了生产非效率因素，体现了我国的经济结构特征，更贴近我国经济发展的实践，具有一定的解释力。

三、变量选择与数据说明

本文分析的样本为中国大陆地区1978—2007年所有30个省、自治区和直辖市的数据，由于重庆市的数据不连续，我们将重庆市并入四川省。模型变量涉及投入产出指标、产业结构和制度变量三个方面，具体设计如下：

（一）投入产出指标

1．产出Y。本文以各地区实际GDP作为经济产出，利用GDP缩减指数对GDP进行折现，基期为1978年，数据来自《新中国五十五统计资料汇编》及历年《中国统计年鉴》。

2．资本存量K。地区资本存量根据永续盘存法计算，初始资本存量、2006年以前的价格指数和资本形成指数来自单豪杰（2008）的结果，但对部分地区数据进行了调整，2007年的固定资本形成总额和价格指数来自《中国统计年鉴》，并将其折算为以1978年为基期的实际值。

3．劳动力L。各地区劳动力采用全社会从业人员指标，2004年之前的数据来自《新中国55年统计资料汇编》，其后的数据来自《中国统计年鉴》，个别缺失数据以移动平均法补齐。

（二）产业结构

自克拉克（1940）对于产业结构的研究以来，经济学家们对产业结构的研究总是与就业结构联系在一起的，因此，本文将就业结构也视为产业结构变量。同时，为避免多重共线性，我们以各地区第二产业产值比重（s2）、第三产业产值比重（s3）、第二产业就业比重（l2）和第三产业就业比重（s3）四个变量作为产业结构指标。所有数据均来自《新中国55年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》（2006—2008年），个别缺失数据以移动平均法补齐。

（三）制度变量

1．产权制度PR。当前文献普遍使用非国有工业增加值与工业增加值之比作为产权制度的衡量（Rodrik et al．，2004；董富强等，2008），本文沿用这一做法。

2．财政制度FI。财政支出是政府体现其职能的主要方式，Zhang（2006）以财政支出占GDP比重作为财政分权的替代变量，我们也采用这一方法。

3．金融发展FD。Levine（2004）指出衡量金融发展的指标主要包括金融机构存贷款占GDP比率、证券市场市值比率、证券市场流动性比率，由于我国证券市场很不完善，因此，本文采用金融机构年末贷款总额与GDP之比来表示金融发展。

4．国际贸易TRADE。考察贸易对增长的影响通常要排除国家规模的影响（沈坤荣、李剑，2003），因此，我们以进出口贸易总额占GDP的比重来表示。

5．外资因素FDI。^[5]按照通常的做法，我们以实际利用外资金额占GDP的比重作为其度量。

6．人力资本H。在古典增长理论模型的缺点暴露之后，新增长理论的一个重要研究思路就是通过引入人力资本来解释经济增长（Romer，1986；Lucas，1988），人力资本由于增长率的不同而直接导致了增长的差异（Lucas，1988），同时，知识积累所产生的“溢出效应”也促进了要素生产效率的提高（Romer，1986）。这种对经济增长的影响与其他的制度要素具有相似性（直接或间接地对经济增长产生影响），因此，我们将人力资本作为一种制度变量进入模型。人力资本测度一般有劳动力成本法、教育年限法、在校学生比例法和教育经费法等（沈坤荣、李剑，2003），由于本文数据涉及30个省级层面，数据量大，收集较为困难，而在校学生数据的统计相对较为全面，因此，本文采用在校学生比例法，以各地区每年初中以上在校学生数与当年该地区的年底总人口的比例作为人力资本的衡量。各种制度变量的数据均来自《新中国55年统计资料汇编》和历年《中国统计年鉴》以及部分省份的统计年鉴，个别缺失数据以指数平滑法和趋势外推法补齐。

为避免多重共线性问题，同时，也为了节省回归时的自由度个数，我们采用主成分分析法将以上六个分项指标合成为一个综合指标，作为测度各地区制度水平及其变迁的代理变量。

四、中国经济增长的产业结构和制度效应：总体考察

根据前文时变技术效率的设定，我们利用省级面板数据对模型进行了估计，估计方法为极大似然估计法（MLE），^[6]结果如表1所示。

表1　随机前沿模型的估计结果

续　表

注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%的水平下显著，采用双尾检验。

从模型的诊断性指标和生产无效率的检验来看，各类模型的极大似然估计值和单侧LR检验^[7]值表明模型具有很强的解释能力。其中，总体方差σ2＝是生产波动幅度的反映，受到随机因素和无效率的影响，其值小于1，表明误差项和无效率项波动幅度均不大。方差比γ代表误差项的方差中技术无效率方差所占的比重，即），其值越大，表明技术无效率对生产的波动越具有解释力，同时，也表明随机前沿模型比决定性模型更适合，本文各类模型γ值均超过0.75，这说明生产无效率可以解释生产波动的绝大部分内容。μ表示无效率项的均值，各类模型的μ值均超过了0.5，这也表明中国经济生产中无效率现象是普遍存在的。η为时变参数，η＞0、η＝0和η＜0分别意味着无效率项随时间递增、不变和递减，而本文各类模型η值大于0和小于0的情形均存在，但其值较小而且对应的t统计量值表明η是不显著异于0的，原因在于我国30年的经济发展中，生产效率不是一成不变地单调增加或减少的，中间可能会存在着波动。^[8]

为深化产业结构和制度对经济增长影响问题的认识，便于更进一步的开展综合和横向的对比分析，我们先分别对产业结构和制度变量进行回归，然后将两者综合到模型中一起回归以进行分析评价。

对比产业结构模型和制度模型的检验结果与综合模型的检验结果，可以发现两者综合在一起进行回归之后，除制度的直接效应项外，基本上不改变原来分类回归中各变量系数的符号和显著性，而制度模型和综合模型中制度对经济增长的直接效应系数对应的t统计不显著，通过了制度的直接效应等于0的假设。这表明模型是稳健的，参数估计值是可靠的。

产业结构模型和综合模型回归结果中，产业结构对经济增长的直接效应系数基本上都显著（除l2外），且显著水平均超过1%，但是间接效应系数均不显著，表明产业结构对经济增长的推动作用是直接的，而通过促进要素配置的改善来影响经济增长的作用不明显。第二产业份额的增加会抑制经济总体规模的扩大，综合模型中其系数为－2.568，表明第二产业份额每增加1个百分点，会导致经济规模直接萎缩0.03个百分点；^[9]第二产业就业项为正但是不显著，意味着增加第二产业就业对经济增长的作用较为有限。第三产业份额和就业人数的增加则会明显地推动经济产出的增加，第三产业份额每增加1个百分点，经济规模会有0.06个百分点的增加，而第三产业就业人数每增加1个百分点，经济规模会直接扩张0.05个百分点。可见相比第二产业而言，发展第三产业，提高第三产业就业比例更有利于专业化和社会分工，促进经济增长。这与刘伟和李绍荣（2005）的结论可以相互印证。制度模型和综合模型的回归结果则表明各种制度变量对经济增长的影响较为复杂。在对经济增长的直接效应上，其系数不显著，这意味着整体上改革开放以来的经济制度对经济增长的直接影响是微弱的，但是，制度对于经济增长的间接效应系数却是显著的。在资本产出效应，即通过影响资本的产出弹性而对经济增长产生的影响上，其系数为负，而在劳动产出效应，即通过影响劳动的产出弹性而对经济增长产生的影响上，其系数为正。这表明我国经济制度对经济增长的影响是通过影响要素的资源配置而对经济规模发生作用的，它抑制了资本的产出效率而促进了劳动的产出效率。

上述检验表明我国第二产业竟然对经济增长没有什么贡献，而第三产业则贡献巨大，而我国第三产业发展速度是明显落后于工业发展速度的，显然于理不合。尽管改革开放至今只有30年的时间，但是从党的十一届三中全会之后开始，我国就开始着手对原先重工业化的产业结构模式进行调整，并在之后根据经济现实进行了多次产业结构的调整。与此同时，自20世纪80年代开始，国家按照“摸着石头过河”的改革模式，遵循“白猫黑猫”的原则也开展了一系列的经济体制改革。不论是产业结构还是经济体制均经历了巨变，这有悖于经济增长分析的前提，因此，有必要对此进行阶段性分析，作进一步考察。

五、中国经济增长的产业结构和制度效应：分段检验

一些学者对于1978年以来中国经济的深入研究发现，我国经济发展多次出现了断点（董富强等，2008），中国经济运行机制发生了显著变化。董富强等（2008）利用1952—2005年的时间序列数据，采用Chow's断点检验方法进行了分析，而本文采用的是地区面板数据，很难进行断点检验。因此，我们根据一些经济史专家的分段标准^[10]将改革开放之后的30年分为1978—1984年、1985—1992年、1993—2000年和2001—2007年四个阶段，对其分别进行了检验（见表2）。

表2　中国经济增长的分段检验结果

续　表

续　表

注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%的水平下显著，采用双尾检验。

各次回归的对数似然函数值表明模型是显著的，同时，单侧LR检验值和各种无效率项的参数值也再次表明生产无效率模型要优于决定性模型。总体方差σ2在后两个阶段明显增加，一方面表明了经济中的不确定性因素在增加，同时，也表明生产无效率现象日益突出。方差比γ和无效率均值μ显著性较整体回归有所提高，这都说明了模型的解释力在增强。γ值也比整体回归要大，μ值在后两个阶段明显高于前两个阶段，这也表明了经济生产中的无效率是亟待解决的问题。时变参数η值也不大而且只在1985—1992年间显著，这表明即使从短期看来生产效率也是有波动的。

在1978—1984年经济改革的起步阶段，体制改革的重点在于农村，城市则主要是对原先不合理的工业结构进行调整，与此同时，个体经济开始恢复发展。所以在这一阶段，第二、三产业产值结构变化还没有彻底改变原来资本和劳动不合理的组合形式，其对经济增长的直接效应仍然是负面的，而第二、三产业就业结构的变动则有利于专业化和社会分工的发展，因而第二、三产业就业结构的变动直接促进了经济规模的扩张。结构调整打破了原来的重工业优先发展的制度，同时，第三产业的发展也加速了资本的转移，所以第二、三产业产值结构变化资本产出效率的提高但仍然不能改变原来的劳动产出效率。与此同时，企业对大量返城知青的吸收反而抑制了资本产出弹性的提高，这主要体现在第二、三产业的就业构成的变动之上。这一阶段并没有对原有经济体制产生实质冲击，这导致了制度对经济增长和要素配置的影响仍然存在很大的不确定性。

在1985—1992年经济改革全面展开阶段，经济改革的重点开始转向城市，国有企业改制和乡镇集体经济的蓬勃发展直接促进了第二、三产业的快速发展，第二、三产业产值结构对经济增长的直接效应相当明显，这一时期劳动力的作用相对资本更为突出，因此，第二、三产业产值结构变化促进了劳动生产率的提高而引起了资本产出效率的下降。就业结构对经济增长的作用呈现出复杂的态势，第二产业特别是工业企业的人员臃肿直接对经济增长产生了负面效应，不过却促进了资本产出效率的提高，而对劳动产出的影响不甚明确。第三产业就业结构的变化则直接促进了经济规模的扩张。这一阶段是经济体制走向的一个争论期，到底未来是继续计划经济还是实现市场经济存在激烈争论，经济制度的变化对经济增长的直接效应仍然不明朗，但是，总体上有利于劳动产出效率的提高而不利于资本产出效率的改善。

在1993—2000年，社会主义市场经济体制开始确立，外资外贸开始迅速增加，各种所有制经济全面发展。第二、三产业产值结构的发展进一步直接促进了经济规模的扩大，但是它们对资本和劳动的要素配置作用是不甚明确的。这一时期，存在着较严重的“人浮于事”的现象，这在很大程度上制约了经济的发展，但是，第二产业就业的变化仍然促进了要素配置的改善。第三产业就业相对自由，直接促进了经济的发展，但却没有对资本产出效率产生正面影响。同时，社会主义市场经济体制的确立对社会分工和专业化产生正面效应，有利于经济规模的扩张，但这一时期制度的变化却不利于资本产出效率的提高，而且对劳动产出效率的影响也不甚明朗。

2001年后，中国加入WTO并迅速融入全球，我国依靠劳动力低成本的优势迅速成长为了世界经济大国。在这一时期，第二产业产值结构的变化有力地促进了要素配置的改善，第三产业产值结构的变动则对经济增长的影响是直接的；第二产业就业结构的变化直接推动了经济规模的扩张但却不利于要素的配置，第三产业就业的变化对经济增长的直接作用不明显，对经济规模的影响主要是通过要素配置功能来体现的，它促进了资本产出效率的增加但却不利于劳动的产出效率。这一时期，制度对经济增长的影响则主要通过促进劳动产出效率的改善得以显现。

可以看到，在不同时期，产业结构和制度对经济增长的影响是存在一定差异的。同时，我们也发现，产业结构在每一时期的显著程度和回归系数值较之整体而言均有大幅提高，而且，在短期中结构调整的要素配置功能也是明显存在的。这表明，产业结构调整对经济增长的短期影响远远高于长期影响。同时，制度变迁对经济增长的作用在不同时期也表现出极大的差异，制度对经济增长不仅存在直接效应，而且还通过约束要素投入和要素配置效率来影响经济增长（董富强等，2008），但这一点只在有限的时期表现出来。相比制度而言，产业结构调整的解释能力要强得多，这也表明如果在制度变革上取得突破，我国仍有可能取得可持续的经济增长。

六、基本结论

本文提出了一个基于随机前沿生产函数的分析框架，用以检验产业结构和制度与经济增长之间的关系，并在此基础上，对中国30年经济增长中的产业结构和制度效应进行了实证分析。本文构建了1978—2007年30个地区的面板数据，分析全面而深入；在模型中考虑了生产过程中的非效率因素，更接近经济现实；同时，考虑了中国经济发展的复杂多变性，根据中国的经济发展进程进行了阶段性分析。本文得到了以下主要结论：（1）产业结构调整和制度不仅对经济规模直接产生影响，而且还通过对生产要素的资源配置功能发生作用，影响其产出效率从而对经济增长产生了间接影响。（2）在各个时期，经济生产中的生产无效率现象是普遍存在的，并且占生产波动中的绝大部分。（3）综合30年来看，产业结构对经济增长的直接推动作用明显而对生产要素的配置功能不明显，制度对经济增长的直接推动作用不明显而对生产要素的配置功能明显。在转轨时期的中国，经济增长中制度对经济增长的解释能力有限。（4）分段实证表明产业结构和制度对经济增长的作用极其复杂，与中国的改革进程密切相关。但是比较各阶段可以发现，产业结构调整对经济增长的作用远比制度的影响要大，在短时期内产业结构调整不仅明显地直接对经济增长产生影响而且还对要素的产出效率发生作用。制度对经济增长只在市场经济确立初期对经济增长直接产生影响，而对要素配置功能的影响也只在后面几个阶段表现出来，而且，在当前还是一种不利于经济规模扩张的制度环境。（5）在不同时期，产业结构调整和制度对经济增长的直接效应和间接效应无论是在大小还是方向方面都是不一样的，具有明显的阶段性特征。（6）产业结构调整对经济增长的直接影响不仅在短期内十分明显而且也具有长期影响，但是，产业结构调整对要素配置功能则只具有短期效应，制度对经济增长的影响则恰恰相反，对要素配置功能具有长期和短期效果，对经济增长的直接影响则是短期的。

本文的结论也具有一定的启发意义：首先，我国每五年或者更短时期的一次产业规划和不断的产业结构调整是经济高速增长的重要保证，同时，也意味着政府在宏观上根据世界经济形势和基本国情进行产业布局和产业政策调整是经济稳定增长不可或缺的条件。其次，在经济结构转型的过程中应当注重产业结构的合理性，立足于全球产业转移和产业升级的趋势，着力于提升产业层次和技术水平，促进产业结构的内生发展，实现产业结构要素配置功能得以长期发挥作用，才能够维持经济的可持续发展。再次，由于中国人口众多，就业压力大，因此，在产业结构调整的过程中，一方面要充分发挥产业之间的关联作用，但另一方面也要构筑广就业的产业结构，尤其是加快就业吸纳能力强的服务业的发展，使产业发展与劳动力的转移相适应。最后，在转轨期的中国，制度对经济增长的贡献有限，2001年之后制度已经成为经济增长的重要屏障，这意味着完善经济制度、消除体制障碍已成为当前中国经济发展的当务之急。

参考文献：

［1］　Peneder．Structural Change and Aggregate Growth．WIFO WorkingPaper，Austrian Institute of Economic Research，Vienna．，2002，182．

［2］　Timmer and A Szirmai．Productivity Growth in Asian Manufacturing：The Structural Bonus Hypothesis Examined．Structural Change and Economic Dynamics，2000，1：371-392．

［3］　L Singh．Technological Progress，Structural Change and Productivity Growth in Manufacturing Sector of South Korea．The Institute of World Economy，Seoul National University，2004．

［4］　Fagerberg．Technological Progress，Structural Change and Productivity Growth：A Comparative Study．Structural Change and Economic Dynamics，2000，11：393 411．

［5］　North，D．C．Economic Performance through Time，American Economic Review，1994，84：59-368．

［6］　David，D．and Kraay A．Trade，Growth and Poverty．Economic Journal，2004，114：22-49．

［7］　Levine，R．Finance and Growth：Theory and Evidence．NBER Working Paper，No．10766．2004．

［8］　Acemoglu，D．Oligarchic Versus Democratic Societies．MIT Working Paper．2007．

［9］　Rioja，F．and N．Valev．Finance and the Sources of Growth at Various Stage ofEconomic Development．Economic Inquiry，2004，42：127-140．

［10］　Hale，G．and C．Long．What Determines Technological Spillovers of Foreign Direct Investment：Evidence from China．Federal Reserve Bank Working Paper，2006．

［11］　Wagner，J．Exports and Productivity：A Survey of the Evidence from Firm Level Data．World Economy，2007，30（1）：60-82．

［12］　Stiglitz，J．Post Washington Consensus．Initiative for Policy Dialogue．2004．

［13］　Battese，E．and Coelli，T．Frontier Production Functions，Technical Efficiency and Panel Data：With Application to Paddy Farmers in India．Journal of Productivity Analysis，1992，3：153-169．

［14］　Chow G．C．and Lin A．Accounting for Economic Growth in Taiwan and Mainland China：A Comparative Analysis．Journal of Comparative Economics，2002，30：507-530．

［15］　Wu，Yanrui．Has Productivity Contributed to Chinaps Growth？Pacific Economic Review，2003，81：15-30．

［16］　Zhang，X．Fiscal Decent ralization and Political Cent ralization：Implications for Regional Inequality．mimeo．2006．

［17］　吕铁：《制造业结构变化对生产率增长的影响研究》，《管理世界》2002年第2期。

［18］　李小平、卢现祥：《中国制造业的结构变动和生产率增长》，《世界经济》2007年第5期。

［19］　［美］H．钱纳里、S．卢宾逊、M．塞尔奎因：《工业和经济增长的比较研究》，吴奇、王松宝译，上海三联书店1989年版。

［20］　李富强、董直庆、王林辉：《制度主导、要素贡献和我国经济增长动力的分类检验》，《经济研究》2008年第4期。

［21］　樊纲、王晓鲁、张立文、朱恒鹏：《中国各地区市场化相对进程报告》，《经济研究》2003年第3期。

［22］　沈坤荣、耿强：《外国直接投资、技术外溢与内生经济增长》，《中国社会科学》2001年第5期。

［23］　刘伟、张辉：《中国经济增长中的产业结构变迁和技术进步》，《经济研究》2008年第11期。

［24］　干春晖、郑若谷：《改革开放以来产业结构演进与生产率增长研究》，《中国工业经济》2009年第2期。

［25］　傅晓霞、吴利学：《技术效率、资本深化与地区差异》，《经济研究》2006年第10期。

［26］　涂正革、肖耿：《中国的工业生产力革命》，《经济研究》2005年第3期。

［27］　王争、郑京海、史晋川：《中国地区工业生产绩效：结构差异、制度冲击及动态表现》，《经济研究》2006年第11期。

［28］　刘伟、李绍荣：《中国的地区经济结构与平衡发展》，《中国工业经济》2005年第4期。

［29］　沈坤荣、李剑：《中国贸易发展与经济增长影响机制的经验研究》，《经济研究》2003年第5期。

［30］　单豪杰：《中国资本存量K的再估算：1952—2006年》，《数量经济技术经济研究》2008年第10期。

【注释】

[1]本文原载《中国工业经济》2010年第2期。

[2]根据North（1990）的定义，制度的本质特征是“约束”，它涉及经济社会的方方面面，政府职能转换、金融发展、国际贸易、外资因素等均成为重要内容（樊纲等，2003），这些因素都是经济制度的重要组成部分。

[3]Kumbhakar和Lovell（2000）指出误差项u的分布假设无疑对于生产效率样本均值是非常重要的，但Greence（1990）、Ritter和Simar（1997）的结果表明分布假设可能并不会影响到效率的排序；同时Corwell，Schmidt和Scikces（1990）和Kumbhakar（1990）还指出，面板数据时间序列越长，技术越不可能恒定不变。因此，本文采用Battese和Coelli（1992）的假定，这一假定也为国内学者普遍采用（涂正革、肖耿，2005；王争等，2006）。

[4]近年来，大量学者对中国对中国经济绩效进行了全面考察。颜鹏飞和王兵（2004）以及郑京海和胡鞍钢（2005）采用数据包络分析法（DEA），涂正革和肖耿（2005）、王志刚等（2006）以及王争等（2006）采用SFA法，其研究对象涉及企业、行业和地区层面，取得了一些共识，即中国的生产效率改善速度非常之慢，甚至为负，也就是说生产过程中存在大量的非效率现象。

[5]一些学者（如李富强等，2008）认为FDI是一国开放程度的体现，将FDI也视为国际贸易的一种衡量，但是FDI与国际贸易对经济增长的影响机制还是有较大区别的，因此，我们将FDI视为一种与国际贸易不同的经济制度。

[6]Kumbhakar和Lovell（2000）系统讨论了面板随机前沿模型的三种估计方法：基于虚拟变量最小二乘法（LSDV）的固定效应估计、基于可行广义最小二乘法（GLS）的随机效应估计和MLE。并指出，当截面（N）较大和时间（T）较小或者存在非时变技术时，基于GLS的随机效应估计优于基于LSDV的固定效应估计，但是，当效应和回归元的独立性假设不成立时，MLE通常更有效，因此，这里我们采用MLE估计。

[7]单侧LR检验的原假设为模型为决定性模型，也就是说不存在生产的无效率项，即σ2＝μ＝η＝0，LR值近似服从自由度为3的卡方分布。

[8]关于生产效率的波动性问题，王志刚等（2006）进行了专门的讨论，他们对中国1978—2003年省级层面的研究发现，从1978年到20世纪90年代中期，中国生产效率在1985年前后略有下降，但在总体上保持了缓慢增长的态势，从20世纪90年代中期开始，生产效率又有所下降，直到2001年才开始上升。

[9]由于s2与Y之间是对数关系，计算方式为1－exp（－2.568%）＝0.03，其余变量类似考虑。

[10]董辅礽（1999）在《中华人民共和国经济史》中按照中国经济改革的发展进程将1978—1999年的中国经济发展分为经济体制改革探索阶段（1976—1984年）、经济体制改革全面推进阶段（1984—1992年）、建立社会主义市场经济体制阶段（1992—1999年）；汪海波（2008）在《中国现代产业经济史》按照中国经济的市场取向将1978—2004年的中国经济发展分为市场取向改革起步阶段（1979—1984年）、市场取向改革全面展开阶段（1985—1992年）、市场取向改革制度初步确立阶段（1993—2000年）和市场取向改革制度逐步完善阶段（2001—2004年）。他们的分期方式基本相同，本文基本上沿用了这种阶段的划分方式。